Vliv použitého typu bioimpedančního analyzátoru a režimu měření

Česká antropologie 63/2, Olomouc, 2013
Původní práce
Vliv použitého typu
bioimpedančního analyzátoru
a režimu měření
na výsledné hodnoty
parametrů tělesného složení
u adolescentní populace
Key words: body fat, fat-free mass, total body water, difference
final values, statistical significance, practical significance
Úvod
Hodnocení tělesného složení se hojně využívá nejen v populačních studiích (Siváková et al., 2013), klinické praxi (Bultink,
Lems, Kostense, Dijkmans, & Voskuyl, 2005; McClung et al.,
2006; Parikh et al., 2004), ale i v oblasti sportu, kde je v současnosti již nedílnou součástí funkční diagnostiky sportovců.
Nejčastěji sledovanými parametry jsou podíl tělesného tuku,
tělesné vody a tukuprosté hmoty (Gil, Ruiz, Irazusta, Gil, & Irazusta, 2007; Perez-Gomez et al., 2008; Rahimi, 2006; Roelants,
Delecluse, Goris, & Verschueren, 2004; Silvestre et al., 2006).
Jedná se o složky tělesné hmotnosti, jejichž hodnoty a změny
mohou sloužit nejen jako ukazatele zdravotního stavu jedince,
ale v oblasti sportu umožňují sledovat vliv tréninku na organismus nebo připravenost organismu na zátěž (McArdle, Katch,
& Katch, 2007). V terénní praxi a tedy i v diagnostice sportovců se velmi často používají přístroje využívající princip bio­
elektrické impedance (BIA). Nabídka těchto přístrojů je velmi
široká a neustále se rozšiřuje. I když všechny tyto přístroje využívají pro měření stejnou metodu (BIA), liší se v řadě parametrů. Pro měření využívají rozdílné frekvence, rozdílný počet
elektrod a elektrický proud může procházet různými částmi těla
(Riegerová, Přidalová, & Ulbrichová, 2006). Je tedy zřejmé,
že i výsledky naměřené různými přístroji se s velkou pravděpodobností mohou lišit. Znalost rozdílu výsledných hodnot je
velmi důležitá zejména při srovnání naměřených hodnot s výsledky jiných studií nebo s tzv. normovými hodnotami. Tyto
bývají prezentovány v odborné literatuře, kdy jedinou informací o získaných hodnotách je použití metody BIA (Heyward
& Wagner, 2004; Malina, Bouchard, &Bar-Or, 2004; McArdle,
Katch, & Katch, 2007). Jelikož jsou jak rovnice použité v softwarech přístrojů, tak informace o referenčních souborech nedostupné, jedinou možností jak porovnat výsledky a postihnout
případné rozdíly mezi analyzátory, je realizovat takové srovnávací měření v praxi.
Mezi běžně užívané analyzátory patří Tanita BC-418 MA
a Nutriguard-MS. Tyto přístroje se liší nejen v použitých frekvencích pro měření, ale výrobci u těchto přístrojů nabízejí i různé režimy měření. U přístroje Tanita se jedná o režim Athletic,
který je určen pro sportující jedince starší 17 let, jejichž týdenní
objem pohybové aktivity dosáhl 10 a více hodin. Pro jedince,
jejichž objem týdenní pohybové aktivity této hodnoty nedosáhl nebo jsou mladší 17 let, je určen režim Standard. Jelikož
výrobce neuvádí způsob a rozdíly ve výpočtu v jednotlivých
režimech, není možné případné rozdíly odvodit. V diagnostické praxi pak nastává problém při zvýšení objemu pohybové
aktivity nebo věku měřené osoby. Když měřená osoba při opakovaném měření splní kritéria pro použití režimu Athletic místo Standard, nevíme, zda můžeme naměřené hodnoty porovnat
a zda zjištěné rozdíly jsou způsobeny vnější intervencí (např.
tréninkovým programem) nebo jen změnou režimu měření.
U přístroje Nutriguard-MS jsou nabízeny rovněž dva režimy
měření (Normal, Ideal). Problémem je nejen chybějící způsob
výpočtu výsledků, ale také velmi nejasná specifikace pro výběr
vhodného režimu měření. Výrobce pouze uvádí, že režim Ideal
je vhodný pro sportující jedince.
The effect of the used
bioimpedance analyzer and measuring
mode on the final values
of the body composition parameters
in adolescent population
Petr Kutáč
Centrum diagnostiky lidského pohybu, Pedagogická fakulta,
Ostravská univerzita v Ostravě, Ostrava, Česká republika
Abstract
The study compares the values of the body composition parameters that were measured by various devices and measuring
modes using the BIA method. The objective of the study is to
analyse the differences in the final values. The research inclu­
ded 79 soccer players with a high volume of training load and
a low body fat representation ratio and 32 women represen­ting
regular population without any health issues. The measuring
was executed using Tanita BC-418 MA and Nutriguard-MS
analysers. The differences in the means of the monitored parameters were evaluated using a paired t-test. The Wilcox test
was used for values with disruption of normality. In statistically
significant differences in the mean, the practical significance
was also verified using the effect of size.
The selection of the measuring mode using Nutriguard ana­
lysers had no effect on the final values. The differences bet­
ween most of the monitored values found were not significant;
if significance was demonstrated, then practical significance
was not confirmed. The differences in the values measured
were 0.12–0.17%, and for parameters in kilograms in the range
from 0.04 to 0.30 kg. The Tanita analyser measurement method
only affected resulting values for women who did not meet the
condition of the volume of physical activity for using the Athletic regime. When comparing the resulting values measured
using the Tanita analyser, significance was found in men for
all compared parameters; substantive significance, however,
was not demonstrated. The differences found did not exceed
the optimal level of measurement error. For women, in addition
to significance, a high substantive significance was also demonstrated. The differences in percentage values were for: body fat
(BF) 4.75%, total body water (TBW) 3.49% , kilograms of BF
3.05 kg, TBW 2.23 kg and fat-free mass (FFM) 3.04 kg. The
diffe­rence between the mean values measured using the Tanita
and Nutriguard methods shows that Tanita estimates lower BF
va­lues, to which correspond higher values of TBW. The mean
differences ascertained were significant in all cases, thus confir­
ming high substantive significance. The differences in the va­
lues expressed in percentages ranged from 2.18 to 7.97%, and
in kilograms from 3.55 to 6.12 kg, always depen­ding on gender
and the compared parameters. The substantive significance was
moderate only in women when comparing the Standard mode
with Nutriguard for values in kilograms. The differences ranged
from 1.32 to 1.84 kg. It turns out that in the Nutriguard analyser
reference file, they were probably not sporting individuals, and
thus this analyser is not particularly suitable for measuring elite
athletes with low fat percentage.
Cíl
Cílem studie je analýza rozdílů výsledných hodnot tělesného složení mezi různými režimy měření stejných analyzátorů
a mezi analyzátory s rozdílnou frekvencí.
Metodika
Charakteristika souboru
Do studie bylo zařazeno 80 mužů (22,82 ± 2,86 let) a 32 žen
(21,19 ± 1,38 let). U mužů se jednalo o hráče kopané hrají19
Česká antropologie 63/2, Olomouc, 2013
Původní práce
cí nejvyšší juniorskou soutěž a 1. a 2. ligu dospělých. Všichni
jedinci splňovali podmínku objemu tréninkového zatížení pro
použití režimu Athletic u přístroje Tanita BC-418 MA. Objem
se pohyboval v rozmezí 11–14 hodin za týden. Zjištěné hodnoty
vycházejí z rozpisu tréninkových plánů jednotlivých testovaných týmů. Ženy byly vysokoškolské studentky bez zdravotních obtíží. U žen nebyla splněna podmínka objemu tréninkového zatížení v rozsahu 10 více hodin za týden (nejednalo se
vrcholové sportovce) pro použití režimu měření Athletic.
rametrů to byly vedle celkové impedance (Z) rovněž rezistence
(R), reaktance (Xc) a fázový úhel (φ).
Statistické zpracování dat
Odlehlá pozorování byla identifikována pomocí boxplotů.
Zjištěná odlehlá pozorování byla ze souboru vyřazena. Jednalo
se o 1 muže. S tímto probandem již nebylo ve studii počítáno
a není tedy uveden ani v četnostech. Normalita rozdělení byla
posouzena pomocí Shapiro-Wilk testu. U parametrů, kde nebylo zjištěno narušení normality rozdělení, byla u každé metrické
hodnoty charakterizována míra polohy (aritmetický průměr)
a míra variability (směrodatná odchylka). Pro posouzení rozdílů průměrů byl použit párový t-test. U statisticky významných
rozdílů byla pro posouzení věcné významnosti výsledků průměrů a směrodatných odchylek použita velikost účinku podle
Realizace měření
U všech probandů bylo realizováno měření tělesného složení bioimpedančním analyzátorem Nutriguard-MS (DataInpud,
Německo) a Tanita BC-418 MA (Tanita corporation, Japonsko).
Nutriguard-MS je tetrapolární bioimpedanční analyzátor, využívající pro měření frekvenci 100 kHz. Pro měření se využívají
4 nalepovací elektrody, 2 se nalepují na ruku (zápěstí – mezi
processus styloideus ulnae et radii hlavička 3. metacarpu)
a 2 na nohu (mezi kotníky – malleolus lateralis et medialis,
hlavička 2. metatarsu). Měření probíhá vleže. Tanita BC-418
MA je tetrapolární bioimpedanční váha využívající pro měření
frekvenci 50kHz. Bodové dotykové elektrody jsou umístěny
pro horní končetiny v madlech a pro dolní končetiny v platformách, na které se měřený postaví. Měření probíhá ve stoji.
Všichni probandi byli u obou analyzátorů měřeni všemi režimy
měření. Měření probíhalo za striktního dodržení všech zásad
pro standardní měření, vždy v ranních hodinách. Nejprve byl
proband opakovaně změřen analyzátorem Tanita BC-418 MA
a poté analyzátorem Nutriguard-MS. Při opakovaném měření
přístrojem Nutriguard nebyly probandům přelepovány elektrody, aby nedošlo k případnému zkreslení výsledku. Všechna
měření realizoval stejný pracovník s dlouholetou praxí. Analyzátorem Tanita byly měřeny a hodnoceny všechny parametry, které tento analyzátor umožňuje měřit. Jednalo se o podíl
zastoupení tělesného tuku (BF), celkové tělesné vody (TBW)
a tukuprosté hmoty (FFM), z BIA parametrů celková impedance (Z). Analyzátorem Nutriguard byly měřeny stejné parametry, navíc jednotlivé složky TBW (extracelulární a intracelulární
voda) a FFM (extracelulární a intracelulární hmota). Z BIA pa-
Cohena:
, kde
(M1, M2 – průměrné hodnoty souborů, n1, n2 – četnosti souborů,
S1, S2 – směrodatné odchylky souborů).
Doporučení pro velikost účinku podle Cohenova d:
0,2 = malá změna;
0,5 = střední změna;
0,8 = velká změna (Cohen, 1988).
U parametrů, kde bylo zjištěno narušení normality rozdělení, byl pro vyjádření míry polohy použit medián. Pro posouzení rozdílů mediánu byl použit neparametrický Wilcoxonův
párový test. U statisticky významných rozdílů mediánů nebyla
věcná významnost posuzována. Pro vyjádření míry korelace
mezi výsledky jednotlivých měření u sledovaných parametrů
byl použit Pearsonův korelační koeficient (r) (Thomas, Nelson,
& Silverman, 2005). Hladina statistické významnosti byla zvolena u všech použitých testů na hladině α = 0,05. Statistické
zpracování výsledků bylo provedeno pomocí programu SPSS
Statistic 21.0.
Výzkum byl schválen etickou komisí Pedagogické fakulty
Ostravské univerzity v Ostravě. Všichni účastníci výzkumu (jejich zákonní zástupci) podepsali informovaný souhlas.
Tabulka 1. Základní antropometrické parametry
Muži (n = 79)
Parametr
M ± SD
Tělesná výška (cm)
181,00 ± 5,63
Tělesná hmotnost (kg)
77,38 ± 6,93
23,58 ± 2,11
BMI (kg/m2)
Ženy (n = 32)
M ± SD
170,61 ± 7,23
62,19 ± 6,44
21,49 ± 1,37
Poznámka: BMI – body mass index, n – četnost souboru, M – aritmetický průměr, SD – směrodatná
odchylka
Výsledky
Ve výsledkové části jsou prezentovány vedle zjištěných
hodnot sledovaných parametrů, také jejich rozdíly včetně výsledků signifikance a věcné významnosti. Pozornost je věnována rovněž korelaci mezi výslednými hodnotami.
Z výsledků Shapiro-Wilk testu je zřejmé, že normalita rozdělení byla narušena pouze u hodnot fázového úhlu (p < 0.05).
U všech ostatních parametrů bylo zjištěno normální rozdělení
naměřených hodnot.
Průměrné hodnoty základních antropometrických parametrů a z nich odvozený body mass index u námi sledovaných
probandů prezentuje tabulka 1. Hodnoty tělesné hmotnosti byly
použity z měření na Tanitě BC-418 MA. Naměřená hodnota tělesné hmotnosti není závislá na režimu měření.
Námi sledované muže i ženy můžeme s ohledem na průměrné hodnoty BMI označit za proporcionální jedince. Jejich
průměrné hodnoty BMI jsou podle WHO (Global Database
on Body Mass Index, 2006) v normě a ukazují, že průměrné
hodnoty tělesné hmotnosti odpovídají průměrným hodnotám
jejich tělesné výšky.
Muži
Průměrné hodnoty sledovaných parametrů naměřené jednotlivými analyzátory a režimy měření jsou prezentovány v tabulce 3. Součástí je rovněž porovnání rozdílů naměřených hodnot
mezi různými režimy měření téhož analyzátoru.
Při srovnání naměřených hodnot sledovaných parametrů
naměřenými režimem měření Athletic a Standard analyzátorem Tanita (Tabulka 2) byly u všech parametrů zjištěny signifikantní rozdíly (u impedance p < 0,05, u ostatních parametrů
p < 0,001). Vzhledem k nízkým hodnotám věcné významnosti
(d = 0,02–0,25) však tyto rozdíly nepovažujeme za významné.
Při srovnání výsledných hodnot naměřených režimy měření
Ideal a Normal analyzátorem Nutriguard (Tabulka 2) byly sig20
Česká antropologie 63/2, Olomouc, 2013
Původní práce
Tabulka 2. Srovnání výsledných hodnot sledovaných parametrů mezi různými režimy měření stejného přístroje a popisná charakteristika – muži (n = 79)
Tanita BC-418 MA
Athletic
Standard
Dif
Parametr
d
r
M ± SD
M ± SD
(Athletic – Standard)
***
0,18
0,970
BF (kg)
8,66 ± 3,46
9,33 ± 3,66
–0,67
0,25
0,950
BF (%)
10,95 ± 3,47
11,86 ± 3,80
–0,91***
0,09
0,993
TBW (kg)
50,31 ± 4,90
49,84 ± 5,10
+0,47***
0,24
0,949
TBW (%)
65,19 ± 2,54
64,53 ± 2,77
+0,66***
0,09
0,993
FFM (kg)
68,73 ± 6,68
68,08 ± 6,97
+0,65***
0,02
0,994
Z (Ω)
537,89 ± 50,68
539,39 ± 52,12
–1,50*
Nutriguard-MS
Ideal
Normal
Dif
Parametr
d
r
M ± SD
M ± SD
(Ideal – Normal)
–
0,982
BF (kg)
14,78 ± 4,08
15,08 ± 4,70
–0,30ns
–
0,977
BF (%)
18,92 ± 3,84
19,09 ± 4,11
–0,17ns
–
0,990
TBW (kg)
45,84 ± 4,77
45,72 ± 4,61
+0,12ns
–
0,928
ECW (kg)
18,52 ± 2,90
18,37 ± 2,72
+0,15ns
–
0,947
ICW (kg)
27,18 ± 2,53
27,22 ± 2,31
–0,04ns
–
0,977
TBW (%)
59,36 ± 2,82
59,24 ± 3,03
+0,12ns
–
0,991
FFM (kg)
62,62 ± 6,52
62,45 ± 6,30
+0,17ns
0,04
0,990
ECM (kg)
26,90 ± 3,03
26,78 ± 2,89
+0,12*
–
0,913
BCM (kg)
35,59 ± 4,11
35,57 ± 3,90
+0,02ns
0,16
0,987
ECM/BCM
0,76 ± 0,06
0,75 ± 0,06
+0,01*
0,02
0,997
Z (Ω)
471,77 ± 49,10
473,53 ± 49,53
–1,30*
0,02
0,998
R (Ω)
468,87 ± 49,20
470,13 ± 49,57
–1,26*
–
0,921
Xc (Ω)
52,10 ± 6,19
52,45 ± 6,64
–0,35ns
Medián
Medián
M
0,00ns
–
0,986
φ (°)
7,20
7,20
Poznámka: BF – tělesný tuk; TBW – celková tělesná voda; ECW – extracelulární voda; ICW – intracelulární voda; FFM – tukuprostá
hmota; ECM – extracelulární hmota; BCM – intracelulární hmota; Z – impedance; R – rezistence; Xc – reaktence; φ – fázový úhel; M
– aritmetický průměr; SD – směrodatná odchylka; Dif – rozdíl průměru (MMediánu); d – věcná významnost (Cohenovo d); r – Pearsonův korelační koeficient; * – p < 0,05; ** – p < 0,01; *** – p < 0,001, ns – statisticky nevýznamný rozdíl
Tabulka 3. Srovnání výsledných hodnot sledovaných parametrů mezi analyzátory a popisná charakteristika – muži (n = 89)
Analyzátor
Parametr
Dif
d
r
2,17
0,884
BF (%)
–7,97***
1,61
0,940
BF (kg)
–6,12***
2,17
0,884
TBW (%)
+5,83***
Tanita Athletic – Nutriguard Ideal
0,92
0,978
TBW (kg)
+4,47***
0,92
0,978
FFM (kg)
+6,11***
1,32
0,969
Z (Ω)
+66,12***
BF (%)
–7,06***
1,84
0,893
1,40
0,934
BF (kg)
–5,45***
1,84
0,890
TBW (%)
+5,17***
Tanita Standard – Nutriguard Ideal
0,81
0,979
TBW (kg)
+4,00***
0,80
0,979
FFM (kg)
+5,46***
1,36
0,967
Z (Ω)
+67,62***
Poznámka: BF – tělesný tuk; TBW –celková tělesná voda; FFM – tukuprostá hmota; Z – impedance, Dif – rozdíl
průměru; d – věcná významnost (Cohenovo d); r – Pearsonův korelační koeficient, *** – p < 0,001
nifikantní rozdíly zjištěny pouze u ECM, ECM/BCM, impedance a rezistence (p < 0,05). S ohledem na nízké hodnoty věcné
významnosti (d = 0,02–0,16) ani u těchto parametrů nebyly rozdíly významné. Signifikantní rozdíl v hodnotách impedance je
odrazem signifikantního rozdílu rezistence, neboť platí rovnice
pro výpočet impedance:
(Riegerová, Přidalová, & Ulbrichová, 2006). U fázového úhlu
(φ) jsme s ohledem na narušení normality rozdělení, srovnávali
pomocí neparametrického Wilcoxonova testu mediány. Rozdíl
se ukázal statisticky nevýznamný.
Korelační závislost vyjádřena r mezi výslednými hodnotami
naměřenými režimy měření Athletic – Standard a Ideal – Normal (Tabulka 2) je vysoká a ve všech případech překračuje hodnotu 0,9 (r = 0,913–0,998). Tyto hodnoty vysvětlují 83–99 %
variability výsledků. Na náhodnost tak zůstává pouze 17–1 %.
Takovouto těsnost můžeme označit za velmi vysokou (Triola,
1989).
Pro srovnání naměřených hodnot mezi analyzátory jsme
mohli použít pouze ty parametry, které měří oba analyzátory
(BF, TBW, FFM a impedance). Vzhledem k tomu, že u srovnávaných parametrů nebyly mezi režimy měření přístroje Nutriguard zjištěny žádné signifikantní rozdíly (kromě impedance),
srovnávali jsme výsledky naměřené režimy měření z Tanity
pouze z režimem měření Ideal přístroje Nutriguard. Tento režim byl vybrán z důvodu doporučení výrobce pro sportující
jedince (i když je toto doporučení velmi obecné).
Při srovnání naměřených hodnot mezi režimy měření analyzátoru Tanita a analyzátorem Nutriguard (Tabulka 3) byly
u všech parametrů zjištěny statisticky významné rozdíly
(p < 0,001). Rovněž věcná významnost vyjádřena Cohenovým
21
Česká antropologie 63/2, Olomouc, 2013
Původní práce
Tabulka 4. Srovnání výsledných hodnot sledovaných parametrů mezi různými režimy měření stejného přístroje a popisná charakteristika – ženy (n = 32)
Tanita BC-418 MA
Athletic
Standard
Dif
Parametr
d
r
M ± SD
M ± SD
(Athletic – Standard)
***
1,00
0,935
BF (kg)
11,91 ± 2,52
14,96 ± 3,50
–3,05
1,45
0,857
BF (%)
19,03 ± 2,89
23,78 ± 3,60
–4,75***
0,72
0,983
TBW (kg)
36,81 ± 3,51
34,58 ± 2,59
+2,23***
1,47
0,855
TBW (%)
59,27 ± 2,11
55,78 ± 2,61
+3,49***
0,72
0,983
FFM (kg)
50,29 ± 3,54
47,25 ± 3,54
+3,04***
–
0,876
Z (Ω)
667,52 ± 44,97
663,33 ± 42,74
+4,19ns
Nutriguard-MS
Ideal
Normal
Dif
Parametr
d
r
M ± SD
M ± SD
(Ideal – Normal)
–
0,982
BF (kg)
16,90 ± 3,41
16,76 ± 3,37
+0,14ns
–
0,967
BF (%)
26,96 ± 3,40
26,79 ± 3,53
+0,17ns
–
0,990
TBW (kg)
33,16 ± 2,81
33,26 ± 3,06
–0,10ns
–
0,988
ECW (kg)
12,34 ± 1,92
12,40 ± 2,05
–0,06ns
–
0,977
ICW (kg)
20,81 ± 0,93
20,87 ± 1,03
–0,06ns
–
0,966
TBW (%)
53,46 ± 2,51
53,60 ± 2,60
–0,14ns
–
0,990
FFM (kg)
45,30 ± 3,84
45,41 ± 4,15
–0,11ns
–
0,937
ECM (kg)
21,44 ± 2,02
21,49 ± 2,31
–0,05ns
–
0,995
BCM (kg)
23,87 ± 2,54
23,94 ± 2,46
–0,07ns
–
0,926
ECM/BCM
0,90 ± 0,09
0,90 ± 0,09
0,00ns
–
0,969
Z (Ω)
601,93 ± 45,99
600,80 ± 43,07
+1,13ns
–
0,966
R (Ω)
599,00 ± 47,05
597,76 ± 44,1
+1,24ns
–
0,901
Xc (Ω)
59,00 ± 6,99
60,14 ± 5,79
–1,14ns
Medián
Medián
M
0,00ns
–
0,912
φ (°)
6,10
6,10
Poznámka: BF – tělesný tuk; TBW –celková tělesná voda; ECW – extracelulární voda; ICW – intracelulární voda; FFM – tukuprostá hmota; ECM – extracelulární hmota; BCM – intracelulární hmota; Z – impedance; R – rezistence; Xc – reactance;, φ – fázový
úhel; M – aritmetický průměr; SD – směrodatná odchylka; Dif – rozdíl průměru (MMediánu); d – věcná významnost (Cohenovo d);
r – Pearsonův korelační koeficient; * – p < 0,05; ** – p < 0,01; *** – p < 0,001; ns – statisticky nevýznamný rozdíl
Tabulka 5. Srovnání výsledných hodnot sledovaných parametrů mezi analyzátory a popisná charakteristika – ženy (n = 32)
Analyzátor
Parametr
Dif
d
r
2,40
0,842
BF (%)
–7,76***
1,62
0,943
BF (kg)
–4,81***
2,39
0,854
TBW (%)
+5,67***
Tanita Athletic – Nutriguard Ideal
1,07
0,943
TBW (kg)
+3,55***
1,08
0,944
FFM (kg)
+4,88***
1,51
0,898
Z (Ω)
+66,72***
BF (%)
–3,01***
0,84
0,884
0,52
0,954
BF (kg)
–1,80***
0,83
0,883
TBW (%)
+2,18***
Tanita Standard – Nutriguard Ideal
0,51
0,975
TBW (kg)
+1,32***
0,51
0,975
FFM (kg)
+1,84***
1,45
0,915
Z (Ω)
+62,53***
Poznámky: BF – tělesný tuk; TBW –celková tělesná voda; FFM – tukuprostá hmota; Z – impedance; Dif – rozdíl
průměru; d – věcná významnost (Cohenovo d); r – Pearsonův korelační koeficient; *** – p < 0,001
které byly naměřeny režimem měření Athletic a Standard analyzátorem Tanita (Tabulka 4), byly stejně jako u mužů zjištěny
u všech parametrů signifikantní rozdíly (p < 0,001). Jediný nesignifikantní rozdíl byl zjištěn u impedance. Na rozdíl od mužů
(Tabulka 2) však i ověření věcné významnosti, potvrdilo významný rozdíl (d = 0,72–1,47).
I u srovnání rozdílů výsledných hodnot mezi režimy měření Ideal a Normal analyzátoru Nutriguard (Tabulka 4) byly
výsledky signifikance obdobné jako u mužů (Tabulka 3). Ani
u jednoho parametru nebyly zjištěny signifikantní rozdíly. Proto jsme již neprováděli ověření věcné významnosti.
U analyzátoru Nutriguard byla korelační závislost velmi vysoká u všech sledovaných parametrů. Hodnota r se pohybovala
v rozmezí 0,901–0,995 (Tabulka 4) a vysvětlovala tak 81–99 %
variability výsledků, což je velmi vysoká těsnost. U analyzátoru
d byla vysoká. Ve všech případech dosáhla nebo překročila
hodnotu 0,8 (d = 0,80–2,17).
Hodnoty korelační závislosti vyjádřené r byly vysoké (Tabulka 3). U parametrů vyjádřených v kilogramech a u impedance se pohybovaly v rozmezí 0,934–0,979, což představuje velmi vysokou těsnost, neboť vysvětlují 87–95 % rozptylu
výsledků. U hodnot vyjádřených v procentech (BF a TBW) je
těsnost nižší, stále ji však můžeme označit za velkou, je vysvětleno 78–79 % rozptylu výsledků (r = 0,884–0,893).
Ženy
Průměrné hodnoty sledovaných parametrů, které byly naměřeny jednotlivými režimy měření, včetně srovnání výsledků
v rámci měření stejnými analyzátory prezentuje tabulka 4.
Při srovnání naměřených hodnot sledovaných parametrů,
22
Česká antropologie 63/2, Olomouc, 2013
Původní práce
Tanita se hodnoty r procentuálního podílu BF, TBW a u hodnot
impedance pohybují v rozmezí 0,855–0,876 (Tabulka 4) a vysvětlují tak 73–76 % variability rozptylů, což je označováno
jako těsnost velká (Triola, 1989). U ostatních parametrů, které
jsou vyjádřeny v kilogramech, byla hodnota r (0,935–0,983)
opět velmi vysoká, vyjadřující velmi vysokou těsnost výsledků
(87–96 % variability výsledků).
Vzhledem k tomu, že u srovnávaných parametrů nebyly mezi
režimy přístroje Nutriguard zjištěny žádné signifikantní rozdíly, srovnávali jsme výsledky naměřené režimy měření z Tanity
pouze s režimem měření Normal analyzátoru Nutriguard. Tento
režim byl vybrán z důvodu doporučení výrobce pro nesportující
jedince (i když je toto doporučení velmi obecné).
Stejně jako u mužů (Tabulka 4) byly i u žen zjištěné rozdíly
mezi výslednými hodnotami sledovaných parametrů ve všech
případech signifikantní (p < 0,001) (Tabulka 5). U mužů však
byly rozdíly mezi průměrnými hodnotami při srovnání režimů
měření analyzátoru Tanita (Athletic a Standard) s analyzátorem Nutriguard obdobné, o čemž svědčí i hodnoty Cohenova
d (Tabulka 3). U žen byly rozdíly mezi výsledky režimu měření Athletic (Tanita) a analyzátoru Nutriguard výrazně vyšší
(d = 1,08–2,40) než při srovnání s režimem měření Standard
(Tanita) (Tabulka 5). Při srovnání výsledků naměřených režimem Standard a analyzátorem Nutriguard, se hodnoty Cohenova d pohybovaly v rozmezí 0,51–0,84. Za vysokou věcnou
významnost tak můžeme považovat jen rozdíl v průměrných
hodnotách procentuálního podílu BF a TBW. Rozdíly průměrných hodnot u ostatních parametrů byly s ohledem na velikost
Cohenova d jen střední. Jedinou výjimkou byly hodnoty impedance. V obou případech byly na stejné úrovni (d = 1,45–1,51).
Stejně jako u mužů byla zjištěna u parametrů vyjádřených v kilogramech a u impedance vysoká těsnost. Hodnoty
r (0,898–0,975) vysvětlují 80–95 % rozptylů výsledků. Hodnoty vyjádřené v procentech (BF, TBW) vysvětlují 70–78 % rozptylu výsledků (r = 0,842–0,884), což je považováno za velkou
těsnost (Triola, 1989).
(94,93 %). Z výsledků je patrné, že v případě interpretace získaných výsledků by došlo k výrazně rozdílnému hodnocení.
Podle přístroje Tanita by hodnoty většiny hráčů odpovídaly
hodnotám elitních hráčů kopané, které jsou uváděny v odborných studiích, zatímco podle hodnot přístroje Nutriguard by
se téměř u všech hráčů jednalo o zvýšený podíl tukové složky.
Sledované ženy byly vysokoškolské studentky bez zdravotních
obtíží. V odborné literatuře je uváděna střední hodnota podílu
tukové složky pro mladé ženy v úrovni 25 % (Mcardle, Katch,
& Katch, 2007). Této hodnotě odpovídají i průměrné hodnoty
mladých žen ve studiích zabývajících se tělesným složením této
skupiny populace při použití metody BIA (Daňková, Cvíčelová, & Siváková, 2013; Görner, Boraczyński, & Štihec, 2009;
Nazmi, Irfan, Osman, & Serdar, 2011; Weaver, Hill, Andreacci,
& Dixon, 2009). S ohledem na tyto hodnoty budeme považovat
za mezní hodnotu pro optimální podíl tuku hranici 25 %. Tato
hodnota nebyla překročena u žádné ženy při použití režimu
měření Athletic (Tanita). Při použití měřícího režimu Standard
(Tanita) byla překročena u 13 žen (40,62 %) a při použití analyzátoru Nutriguard u 21 žen (65,62 %). I u žen je tedy patrné, že
podle analyzátoru Tanita je u více žen hodnocen podíl tukové
složky jako optimální. Velikosti rozdílů v průměrných hodnotách procentuálního podílu BF, které byly zjištěny mezi použitými analyzátory a u žen dokonce mezi režimy měření stejného
analyzátoru (Tanita), nebyl nalezen mnohdy ani při komparaci
průměrných hodnot, při měření různými metodami. Při srovnání hodnot podílu tuku mezi metodou BIA a DXA rozdíly průměrných hodnot nepřekročily 2,7 % (Gupta, Balasekaran, Victor, Hwa, & Shun, 2011; Kutáč, Gajda, Přidalová, & Šmajstrla,
2008; Mojtahedi, Valentine, & Evans, 2009; Trutschnigg et al.,
2008). Při srovnání BIA s antropometrickými metodami nepřekročily rozdíly průměrných hodnot 7,7 % (Kutáč & Gajda,
2009; Mojtahedi, Valentine, & Evans, 2009; Rutherford, Diemer, & Scott, 2011).
U zastoupení tukuprosté hmoty (FFM) je za optimální chybu
měření považováno rozmezí 2,0–2,5 kg (Heyward & Wagner,
2004). Při posouzení rozdílů průměrných hodnot, při opakovaném měření stejným analyzátorem v různých režimech
měření, byla mezní hodnota 2,5 kg překročena pouze u žen
mezi režimy měření analyzátoru Tanita (Athletic – Standard).
V ostatních případech byly rozdíly výrazně nižší, o čemž svědčí i nízké hodnoty Cohenova d (Tabulka 2, 4). Při srovnání
rozdílů průměrných hodnot mezi různými analyzátory nebyla
uvedena hodnota překročena pouze u žen mezi režimem měření
Standard (Tanita) a analyzátorem Nutriguard. I přesto bylo při
podrobné analýze výsledků zjištěno překročení této hodnoty
u 4 žen (12,50 %). Stejně jako u podílu BF jsou zjištěné rozdíly výrazně vyšší než uvádějí studie zabývající se komparací
výsledných hodnot tělesného složení při použití různých metod. Na příklad rozdíly v podílu FFM při srovnání metody BIA
a DXA nepřekročily hodnotu 2,16 kg (Gupta, Balasekaran, Victor, Hwa, & Shun, 2011; Trutschnigg et al., 2008).
Třetím srovnávaným parametrem je podíl celkové tělesné vody
(TBW) na celkové tělesné hmotnosti jedince. Dostatečná hydratace organismu je podmínkou pro zachování fyziologických
funkcí člověka a má tedy bezprostřední vliv na zdraví jedince. Nedostatek tělesné vody (dehydratace organismu) je proto
příčinou snížení výkonnosti jedince a v extrémních případech
vede dokonce ke smrti. Již při poklesu o 2 až 3 % dochází podle
odborné literatury k výraznému snížení výkonnosti u pohybových aktivit (García-Jiménez, Yuste, & García-Pellicer, 2011;
Hamouti, Del Coso, Estevez, & Mora-Rodriguez, 2010; Maughan & Shirreffs, 2010; Wilmore, Costill, & Kenney, 2008).
Při poklesu v rozmezí 3–5 % se objevují zažívací obtíže při
cvičení, svalové křeče a při hodnotách překračujících 7 % dokonce nebezpečí kolapsu (Beachle & Earle, 2008; Burke, 2007;
Oppiliger & Bartok, 2003; Montain, 2008). Dostatečné hod-
Diskuse
Při posuzování zjištěných rozdílů hodnot sledovaných parametrů naměřených různými přístroji je nutné vycházet jak
ze znalosti chyby měření používané metody, tak rozpětí hodnot
sledovaných parametrů u dané skupiny probandů. Pokud tyto
rozdíly nepřekračují uvedenou chybu měření nebo nevedou
k rozdílným interpretacím výsledků, nemusíme je pak považovat za významné. Při hodnocení procentuálního zastoupení
tělesného tuku je u metody bioelektrické impedance jako optimální velikost chyby uváděna hodnota do 2 %. Přístroje s touto
chybou měření jsou považovány za velmi přesné (Heyward &
Wagner, 2004). Při posuzování rozdílů průměrných hodnot, při
opakovaném měření stejným analyzátorem v různých režimech
měření, byla tato mezní hodnota optimální velikosti chyby
překročena pouze u žen mezi režimy měření analyzátoru Tanita (Athletic – Standard). I když u mužů rozdíl v průměrných
hodnotách naměřených režimem Athletic a Standard (Tanita)
uvedenou hranici 2 % nepřekročil, při podrobné analýze bylo
překročení této hodnoty zjištěno u 9 (11,39 %) z nich. Rozdíly
mezi průměrnými hodnotami naměřenými analyzátorem Tanita a Nutriguard překročily tuto hranici u všech sledovaných
probandů. Sledovaní muži byli hráči kopané. U hráčů kopané
je v odborných studiích uváděno rozpětí zastoupení tělesného
tuku v úrovni 8–12 % v závislosti na použité metodě a postu
hráče (Arroyo, Gonzalez-de-Suso, Sanchez, Ansotegui, & Rocandio, 2008; Osotojic, 2003; Rico-Sanz, 1998; Silvestre, West,
Maresh, & Kraemer, 2006). Hranice 12 % tuku byla překročena
při použití režimu měření Athletic (Tanita) u 29 sledovaných
mužů (36,70 %), režimu měření Standard (Tanita) u 37 mužů
(46,83 %) a při použití analyzátoru Nutriguard u 75 mužů
23
Česká antropologie 63/2, Olomouc, 2013
Původní práce
noty zastoupení tělesné vody je v literatuře u mužů uváděno
v úrovni 59–63 % a u žen 51–53 % (Ganong, 1995; Malina,
Bouchard, & Bar-Or, 2004; McArdle, Katch, & Katch, 2007;
Riegerová, Přidalová, & Ulbrichová, 2006). Z tohoto pohledu
můžeme konstatovat, že průměrné hodnoty naměřené oběma
přístroji u mužů i žen odpovídají těmto normovým hodnotám. Při podrobné analýze se ukázalo, že u mužů se při měření analyzátorem Tanita pod hodnotu 59 % nedostal ani jeden
proband, ale při měření analyzátorem Nutriguard se jednalo
o 37 jedinců (46,83 %). U žen při měření analyzátorem Tanita
stejně jako u mužů nebyla nižší než normová hodnota (51 %)
zjištěna u žádné probandky a u analyzátoru Nutriguard se jednalo jen o 6 žen (18,75 %). Při srovnání průměrných hodnot
naměřených stejnými analyzátory v různých režimech měření
byl rozdíl větší než 3 % zjištěn pouze u žen. Jednalo se o režimy
měření analyzátoru Tanita. Úroveň rozdílu 3 % byla překročena
u 18 žen (56,25 %), 5 procentní rozdíl byl překročen u 6 žen
(18,75 %). Při srovnání průměrných hodnot, které byly naměřeny rozdílnými analyzátory, byl zjištěný rozdíl větší než 5 %.
Výjimkou bylo srovnání průměru u žen mezi režimem měření Standard (Tanita) a analyzátorem Nutriguard, který byl pod
úrovní 3 %. Detailní analýza výsledků ukázala, že rozdíl 3 %
TBW byl překročen při srovnání měření Athletic (Tanita) – Nutriguard u 78 mužů (98,73 %) a 29 žen (90,62 %), u měření
Standard (Tanita) – Nutriguard u 74 mužů (93,67 %) a 6 žen
(18,75 %). Rozdíl 5 % TBW byl překročen při srovnání měření
Athletic (Tanita) – Nutriguard u 62 mužů (78,48 %) a 26 žen
(81,25 %), u měření Standard (Tanita) – Nutriguard u 42 mužů
(53,16 %) a u žádné ženy. Větší rozdíl než 7 % TBW byl zjištěn mezi měřením režimem Athletic (Tanita) – Nutriguard
u 15 mužů (18,98 %) a u 7 žen (21,87 %), u měření Standard
(Tanita) – Nutriguard se jednalo pouze o 2 muže (2,53 %). Jak
je z výsledků patrné, u řady probandů se ukazuje, že v případě
záměny analyzátoru nebo dokonce jen režimu měření (v případě Tanity) bychom se mohli dopustit velmi zavádějícího hodnocení výsledných hodnot.
Zjištěné hodnoty korelačních koeficientů r korespondují
s hodnotami, které jsou uváděny ve studiích zabývajících se
reliabilitou měření tělesného složení metodou BIA (Kettanech
et al., 2005; Kilduff, Lewis, & Kingsley, 2007; Lubans et al.,
2011; Macfarlane, 2007).
padě záměny použitého režimu měření mohl vést k chybným
interpretacím výsledků.
Rozdíly mezi průměrnými hodnotami námi sledovaných
mužů mezi režimy měření analyzátorem Tanita BC-418 MA
a Nutriguardem-MS jsou na stejné úrovni, což odpovídá podobnosti výsledků mezi režimy analyzátoru Tanita. Zjištěné
rozdíly byly nejen signifikantní, ale byla potvrzena i vysoká
věcná významnost. Při srovnání naměřených hodnot analyzátoru Tanita a Nutriguard u žen se ukázalo, že výraznější rozdíly
byly při srovnání Nutriguardu s režimem měření Athletic než
Standard. I když byly ve všech případech, rozdíly průměrů signifikantní, lišily se jak v samotných hodnotách diferencí, tak
i ve věcné významnosti vyjádřené Cohenovým d. Analyzátor
Nutriguard ve všech případech odhaduje vyšší podíl zastoupení tělesného tuku, čemuž odpovídají nižší hodnoty celkové
tělesné vody. S ohledem na velikost rozdílu mezi průměrnými
hodnotami naměřenými u mužů oběma režimy analyzátoru Tanita a u žen režimem Athletic se ukazuje, že referenční soubory
u analyzátoru Nutriguard zřejmě nebyli sportující jedinci. Analyzátor Nutriguard proto není příliš vhodný pro měření vrcholových sportovců s nízkým podílem tuku.
Oba použité analyzátory měří dostatečně přesně, jejich vzájemné výsledky jsou však posunuty. Vysoké hodnoty r umožňují předvídatelnost výsledků jednotlivých měření.
Poděkování
Tato studie byla financována z projektu SGS 6136/PdF/2013.
Souhrn
Studie se zabývá srovnáním hodnot parametrů tělesného složení, které byly naměřeny různými analyzátory a režimy měření metodou BIA. Cílem studie je analyzovat rozdíly
ve výsledných hodnotách. Do výzkumu bylo zařazeno 79 hráčů
kopané s vysokým objemem tréninkového zatížení a nízkým
podílem zastoupení tělesného tuku a 32 žen běžné populace bez
zdravotních obtíží. Měření bylo realizováno analyzátory Tanita
BC-418 MA a Nutriguard-MS. Rozdíly průměrů sledovaných
parametrů byly posouzeny párovým t-testem. U hodnot s narušením normality rozdělení byl použit Wilcoxonův test. U statisticky významných rozdílů průměru byla rovněž ověřena věcná
významnost.
Volba režimu měření u analyzátoru Nutriguard neměla
na výsledné hodnoty vliv. Rozdíly mezi většinou sledovaných
hodnot nebyly signifikantní, pokud byla signifikance prokázána, nebyla prokázána věcná významnost. Rozdíly mezi parametry vyjádřenými v procentech se pohybovaly v rozmezí
0,12–0,17 % a u parametrů v kilogramech v rozmezí
0,04–0,30 kg. Volba režimu měření u analyzátoru Tanita měla
na výsledné hodnoty vliv pouze u žen, které nesplňovaly podmínku objemu pohybové aktivity pro použití režimu Athletic.
U signifikantních rozdílů byla prokázána i vysoká věcná významnost. Rozdíly hodnot v procentech byly u tělesného tuku
(BF) 4,75 % a u celkové tělesné vody (TBW) 3,49 %, v kilogramech u BF 3,05 kg, u TBW 2,23 kg a u tukuprosté hmoty
(FFM) 3,04 kg. U mužů volba režimu měření analyzátoru Tanita vliv neměla, protože i když signifikance mezi naměřenými
hodnotami zjištěna byla, věcná významnost prokázána nebyla.
Zjištěné rozdíly nepřekročily úroveň optimální chyby měření.
Z rozdílů průměrných hodnot naměřených režimy měření Tanity a Nutriguardu se ukazuje, že Tanita odhaduje nižší hodnoty BF, čemuž odpovídají vyšší hodnoty TBW. Zjištěné rozdíly průměrů byly ve všech případech signifikantní a potvrdila
se vysoká věcná významnost. Rozdíly u hodnot vyjádřených
v procentech se pohybovala v rozmezí 2,18–7,97 % a v kilogramech 3,55–6,12 kg, vždy v závislosti na pohlaví a srovnávaných parametrech. Pouze u žen při srovnání režimu Standard
s Nutriguardem u hodnot v kilogramech byla věcná význam-
Omezení studie
Jsme si vědomi toho, že výsledky této studie mohou být
ovlivněny zejména počtem diagnostikovaných osob. Proto
považujeme tuto studii za pilotní, jejíž výsledky by mohly být
jak podkladem pro širší výzkum u námi sledovaných skupin
populace, tak také impulsem pro výzkum i u jiných skupin populace. Výsledky jsou platné pro konkrétní populační skupiny
adolescentů.
Závěry
Volba režimu měření u analyzátoru Nutriguard-MS neměla vliv na výsledné hodnoty sledovaných parametrů. Zjištěné
rozdíly jak u mužů, tak u žen nebyly statisticky ani věcně významné.
U analyzátoru Tanita BC-418 MA se vliv použitého režimu projevil zejména u žen, které nesplňovaly podmínku (objem pohybové aktivity) pro volbu režimu Athletic. Statisticky
významné rozdíly mezi průměrnými hodnotami byly zjištěny
i u mužů, ale věcná významnost byla prokázána jen u žen.
U mužů rozdíly v průměrných hodnotách nepřekročily doporučovanou optimální chybu měření pro přístroje využívající pro
měření metodu BIA. U mužů i žen se však ukázalo, že režim
měření Athletic odhaduje nižší hodnoty zastoupení tělesného
tuku, čemuž odpovídají i vyšší hodnoty zastoupení celkové tělesné vody. Velikost rozdílů výsledných hodnot u žen by v pří24
Česká antropologie 63/2, Olomouc, 2013
Původní práce
nost střední. Rozdíly se pohybovaly v rozmezí 1,32–1,84 kg.
Ukazuje se, že v referenčním souboru u analyzátoru Nutriguard
zřejmě nebyli sportující jedinci, a proto tento analyzátor není
příliš vhodný pro měření vrcholových sportovců s nízkým podílem tuku.
Kutáč, P., Gajda, V., Přidalová, M., & Šmajstrla, V. (2008). Validity of measuring body composition by means of the BIA
Method. New Medicine, 12(4), 89–93.
Kutáč, P., & Gajda, V. (2009). Importance of measurig the body
composition by means of the BIA and skinfold method in
male population who perform physical activities regulary.
Scientific review of physical culture of university Rzeszów,
91(2), 142–146.
Lubans, D. R., Morgan, P., Callister, R., Plotnikoff, R. C., Eather, N., Riley, N., & Smith, C. J. (2011). Test-retest reliability of a battery of field-based health-related fitness measures
for adolescents. Journal of Sports Sciences, 29(7), 685–693.
Macfarlane, D. J. (2007). Can bioelectric impedance monitors
be used to accurately estimate body fat in Chinese adults?
Asia Pacific Journal of Clinical Nutrition, 16(1), 66–73.
Malina, R. M., Bouchard, C, & Bar-Or, O. (2004). Growth,
maturation, and physical activity. Champaign: Human Kinetics.
Maughan R. J., & Shirreffs, S. M. (2010). Development of hydration strategies to optimize performance for athletes
in high-intensity sports and in sports with repeated intense efforts. Scandinavian Journal of Medicine & Science
in Sport, 20(Suppl 2), 59–69.
McArdle, W. D., Katch, F. I., &Katch, V. L. (2007). Exercise
Physiology. Energy, Nutrition, & Human Performance. Philadelphia: Lippincott Williams & Wilkins.
McClung, M. R., Lewiecki, E. M., Cohen, S. B., Bolognese, M.
A., Woodson, G. C., Moffett, A. H. … Bekker, P. J. (2006).
Denosumab in Postmenopausal Women with Low Bone Mineral Density. N Engl J Med; 354(8), 821–831
Mojtahedi, M. C., Valentine, R. J., & Evans, E. M. (2009).
Body composition assessment in athletes with spinal cord
injury: comparison of field methods with dual-energy X-ray
absorptiometry. Spinal Cord, 47(9), 698–704.
Montain, S. J. (2008). Hydration Recommendations for Sport
2008. Curr Sports Med Rep, 7(4), 187–192.
Nazmi, S., Irfan, Ö., Osman, P., & Serdar, B. (2011). Evaluation Of Body Fat Percentage Of Female University Students
According To Three Different Methods. Ovidius University
Annals, Series Physical Education & Sport / Science, Movement & Health, 11(2), 244–249.
Oppliger, R. A., & Bartok, C. (2002). Hydration Testing of Athletes. Sports Medicine, 32(15), 959–971.
Ostojic, S. M. (2003). Seasonal alterations in body composition
and sprint performance of elite soccer players. Journal of
Excercise Physiology, 6(3), 24–27.
Parikh, S. J., Edelman, M., Uwaifo, G. I., Freedman, R. J., Semega-Janneh, M., Reynolds, J., & Yanovski, J. A. (2004).
The relationship between obesity and serum 1,25-dihydroxyvitamin D concentrations in healthy adults. J Clin Endocrinol Metab, 89(3), 1196–1199.
Perez-Gomez, J., Olmedillas, H., Delgado-Guerra, S., Ara, I.,
Vicente-Rodriguez, G., Ortiz, R. A., … Calbet, J. A. (2008).
Effects of weight lifting training combined with plyometric
exercises on physical fitness, body composition, and knee
extension velocity during kicking in football. Appl Physiol
Nutr Metab, 33(3), 501–510.
Rahimi, R. (2006). Effect of moderate and high intensity weight training on the body composition of overweight men.
Acta Universitatis: Series Physical Education & Sport, 4(2),
93–101.
Rico-Sanz, J. (1998). Body composition and Nutritional As­
sessments in Soccer. Int J Sport Nutr, 8(2), 113–123.
Riegerová, J., Přidalová, M., & Ulbrichová, M. (2006). Aplikace fyzické antropologie v tělesné výchově a sportu: příručka
funkční antropologie. Olomouc: Hanex.
Roelants, M., Delecluse, C., Goris, M., & Verschueren, S.
(2004). Effects of 24 Weeks of Whole Body Vibration Trai-
Klíčová slova: tělesný tuk, tukuprostá hmota, celková tělesná
voda, rozdíly výsledných hodnot, statistická významnost, věcná
významnost
Literatura
Arroyo, M., Gonzalez-de-Suso, J. M., Sanchez, C., Ansotegui,
L., & Rocandio, A. M. (2008). Body Image and Body Composition: Comparasions of Young Male Elite Soccer Players
and Controls. In International Journal of Sport Nutrition
and Excercise Metabolism, 18(6), 628–638.
Beachle, T. R., & Earle, R. W. (2008). Essentials of Strength
Training and Conditioning. Champaing: Human Kinetics.
Bultink, I. E., Lems, W. F., Kostense, P. J., Dijkmans, B. A.,
& Voskuyl, A. E. (2005). Prevalence of and risk factors for
low bone mineral density and vertebral fractures in patients
with systemic lupus erythematosus. Arthritis Rheum, 52(7),
2044–2050.
Burke, L. (2007). Practical sport nutrition. Champaign: Human Kinetics.
Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral
sciences. New Jersey: Lawrence Erlbaum Associates.
Daňková, Z., Cvíčelová, M., & Siváková, D. (2013). Telesné
zloženie a indexy obezity u slovenských študentov vo veku
od 16 do 25 rokov. Česká antropologie, 63(1), 9–14.
Ganong, W. F. (1995). Přehled lékařské fyziologie. Jinočany:
H & H.
García-Jiménez, J. V., Lucas, J. L. Y., & García-Pellicer, J. J.
(2011). Fluid balance and dehydration in futsal players:
goalkeepers vs. field players. International Journal of Sport
Science, 7(22), 3–13.
Gil, S., Ruiz, F., Irazusta, A., Gil, J., & Irazusta, J. (2007). Selection of young soccer players in terms of anthropometric and physiological factors. J Sport Med Phys Fit, 47(1),
25–32.
Global Database on Body Mass Index. (2006). World Health
Organization [online]. Retrieved from http://apps.who.int/
bmi/index.jsp
Görner, K., Boraczyński, T., & Štihec, J. (2009). Physical activity, body mass, body composition and the level of aerobic
capacity among young, adult women and men. Sport Scientific & Practical Aspects, 6(2), 7–14.
Gupta, N., Balasekaran, G., Victor G. V., Hwa, Ch. Y., & Shun,
L. M. (2011). Comparison of body composition with bioelectric impedance (BIA) and dual energy X-ray absorptiometry (DEXA) among Singapore Chinese. J Sci Med Sport,
14(1), 33–35.
Hamouti, N., Del Coso, J., Estevez, E., & Mora-Rodriguez, R.
(2010). Dehydration and sodium deficit during indoor practice in elite European male team players. Eur J Sport Sci,
10(5), 329–336.
Heyward, V. H, & Wagner, D. R. (2004). Applied body compo­
sition assessment. Champaign IL, Human Kinetics.
Kettaneh, A., Heude, B., Lommez, A., Borys, J. M., Ducimetière, P., & Charles, M. A. (2005). Reliability of bioimpe­
dance analysis compared withother adiposity measurements
in children: The FLVS II Study. Diabetes & Metabolism,
31(6), 534–541.
Kilduff, L. P., Lewis, S., & Kingsley, M. I. (2007). Reliability
and Detecting Change Following Short-Term Creatine Supplementation: Comparasion of Two-Component Body Composition Methods. The Journal of Strength & Conditioning
Research, 21(2), 378–384.
25
Česká antropologie 63/2, Olomouc, 2013
Původní práce
ning on Body Composition and Muscle Strength in Untrained Females. Int J Sports Med, 25(1), 1-5.
Rutherford, W.J., Diemer, G.A., & Scott, E.D. (2011). Assessment of Body Composition in Healthy Young Adults. Journal of Research in Health, Physical Education, Recreation,
Sport & Dance, 6(2), 56-61.
Silvestre, R., Kraemer, W. J., West, C., Judelson, D. A., Spiering, B. A., Vingren, J. L., … Maresh, C. M. (2006). Body
Composition and Physical Performance During a National
Collegiate Athletic Association Division I Men´s Soccer
­Season. J Strength Cond Res, 20(4), 962–970
Silvestre, R., West, C., Maresh, C. M., & Kraemer, W. J. (2006).
Body composition and physical performance in men´s soccer: a study of national collegiate athletic association division I team. J Strength Cond Res, 20(1), 177–183.
Siváková, D., Vondrová, D., Valkovič, P., Cvíčelová, M., Danková, Z., & Luptáková, L. (2013). Bioelectrical Impedance
Vector Analysis (BIVA) in Slovak population: application
in a clinical sample. Central European Journal of Biology,
8(11), 1094–1101.
Thomas, J. R., Nelson, J. K., & Silverman, S. J. (2005). Research methods in physicalactivity. Champaign, IL: Human
Kinetics.
Triola, F. M. (1989). Elementary statistics. New York:
The Benjamin/Cumming Publishing Company.
Trutschnigg, B., Kilgour, R. D., Reinglas, J., Rosenthall, L.,
Hornby, L., Morais, J. A.,& Vigano, A. (2008). Precision
and reliability of strength (Jamar vs. Biodex handgrip) and
body composition (dual-energy X-ray absorptiometry vs.
bioimpedance analysis) measurements in advanced cancer
patients. Appl Physiol Nutr Metab, 33(6), 132–140.
Weaver, A. M., Hill, A. C., Andreacci, J. L., & Dixon, C. B.
(2009). Evaluation of Hand-to-Hand Bioelectrical Impedance Analysis for Estimating Percent Body Fat in Young
Adults. International Journal of Exercise Science, 2(4),
254–263.
Wilmore, J. H., Costill, D. L., & Kenney, W. L. (2008). Physio­
logy of Sports and Exercise. Champaign: Human Kinetics.
26